我國能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源強(qiáng)度的動態(tài)效應(yīng)分析

朱青　羅志紅　花明

內(nèi)容提要：能源強(qiáng)度是體現(xiàn)一國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)合理性和經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的重要指標(biāo)，能源強(qiáng)度變化與能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有著密切關(guān)系。通過構(gòu)建能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源強(qiáng)度的函數(shù)關(guān)系，利用1990-2012年中國時間序列數(shù)據(jù)，采用向量誤差修正模型，分析三者之間的長期均衡關(guān)系和短期波動影響。結(jié)果顯示，整體來看，能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源強(qiáng)度間存在協(xié)整關(guān)系；長期來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源強(qiáng)度的影響較為明顯，影響系數(shù)為-10.46367，能源結(jié)構(gòu)的影響次于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，影響系數(shù)為5.489905；短期來看，能源結(jié)構(gòu)的波動對能源強(qiáng)度的沖擊大于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，能源強(qiáng)度的累積效應(yīng)較為明顯。

關(guān)鍵詞：能源結(jié)構(gòu)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；能源強(qiáng)度；VEC模型

中圖分類號：F124.5

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1003-4161（2015）05-0052-04

能源強(qiáng)度是指單位國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）所需消耗的能源，是體現(xiàn)能源綜合利用效率和經(jīng)濟(jì)效益的重要指標(biāo)。不斷降低能源強(qiáng)度，以應(yīng)對經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中日益凸顯的能源約束，以及日益嚴(yán)重的環(huán)境問題，已經(jīng)成為當(dāng)今世界各國保障能源安全，提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的共識。我國在“十一五”規(guī)劃中首次明確將降低單位GDP能耗作為宏觀經(jīng)濟(jì)政策的重要目標(biāo)之一，在“十二五”規(guī)劃中明確提出，要實(shí)施能源消費(fèi)強(qiáng)度和消費(fèi)總量雙控制，實(shí)現(xiàn)單位GDP能耗比2010年下降16%的目標(biāo)。改革開放以來，中國在節(jié)能降耗方面做了許多努力，取得了積極成效，1978-2012年，中國單位GDP能源強(qiáng)度從8.62噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元下降到2.53噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元（按1990年不變價計(jì)算），降幅高達(dá)78.87%，遠(yuǎn)高于西方發(fā)達(dá)國家。但從絕對量來看，我國能源強(qiáng)度仍高于世界平均水平約30個百分點(diǎn)，是德國、法國、日本等發(fā)達(dá)國家的2倍多，是巴西、印度的1.35倍。能源強(qiáng)度過高反映了中國經(jīng)濟(jì)增長對能源消耗的高度依賴，這給緩解能源供需矛盾，保護(hù)生態(tài)環(huán)境，保障國家能源安全都帶來了巨大壓力。2014年6月13日，習(xí)近平總書記在中央財(cái)經(jīng)領(lǐng)導(dǎo)小組第六次會議上強(qiáng)調(diào)，要加快推動能源消費(fèi)革命，堅(jiān)定調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，抑制不合理能源消費(fèi)；加快推動能源供給革命，不斷優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)，形成多輪驅(qū)動的能源供應(yīng)體系。當(dāng)前，加快推動能源生產(chǎn)和消費(fèi)革命，不斷調(diào)整和優(yōu)化能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，降低能源強(qiáng)度，提高能源效率，對促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

20世紀(jì)70年代的石油能源危機(jī)給西方國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了沉重打擊，由此，國外學(xué)者開始關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)總量的關(guān)系。其中，Kraft J.和Kraft A.利用美國1947-1974的時間序列數(shù)據(jù)，采用Sins的因果關(guān)系分析方法證明在美國GNP與能源消費(fèi)存在單向的因果關(guān)系。之后的研究廣泛采取協(xié)整檢驗(yàn)方法、因果關(guān)系檢驗(yàn)法、VAR模型分析方法驗(yàn)證能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在內(nèi)在的相互關(guān)系。Jaceo C.M.Farla和Kornelis Blok進(jìn)一步指出1980-1995年期間，荷蘭經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)的耦合系數(shù)為1.5%，每年能源效率以1.4%的速率得以提高。由于社會制度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及時間樣本數(shù)據(jù)等分析要素的不同，所得研究結(jié)論也并非完全一致，但大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長與能源消費(fèi)總量之間存在一定的因果關(guān)系。為了更深入探尋能源與經(jīng)濟(jì)之間的內(nèi)在關(guān)系，更多學(xué)者圍繞能源強(qiáng)度（或能源效率）與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)展開了研究。Patterson從經(jīng)濟(jì)學(xué)、熱力學(xué)、經(jīng)濟(jì)熱力學(xué)等角度科學(xué)闡述了能源效率的內(nèi)涵，并總結(jié)了能源效率的計(jì)量方法。此后，Eyre建立了能源效率影響機(jī)制的分析框架，分析英國能源效率的內(nèi)在影響機(jī)制。Boyd Pang以全要素生產(chǎn)效率理論為基礎(chǔ)，建立勞動力、資本、能源等全要素能源效率（TFEE）綜合指數(shù)，認(rèn)為全要素生產(chǎn)率的提高直接決定能源效率的高低。Hepbali和Ozalp通過分析土耳其能源效率管理的發(fā)展歷程，強(qiáng)調(diào)能源效率管理政策對能源效率的影響作用。Fisher Vanden采用面板數(shù)據(jù)模型分析法研究能源價格對中國能源強(qiáng)度的影響，實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)茉磧r格的貢獻(xiàn)率達(dá)54.4%。魏楚、沈滿洪基于DEA的實(shí)證分析驗(yàn)證了能源效率的主要影響因素。林壽富等基于投入-產(chǎn)出模型，采用結(jié)構(gòu)分解分析法研究能源效率的影響因素，驗(yàn)證GDP增長率是影響能源效率的關(guān)鍵因素。Jose Goldemberg和Luiz Tadeo Siqueira Prado分析了OECD主要國家能源消費(fèi)與能源強(qiáng)度間的關(guān)系，認(rèn)為天然氣、可再生能源與核能對煤炭能源的替代效應(yīng)，大大減少碳排放和能源強(qiáng)度。Raul Jimenez，Jorge Mercado根據(jù)拉美75個國家近40年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用固定樣本回歸分析法和費(fèi)雪爾理想指數(shù)法分析影響能源強(qiáng)度的因素，分析表明人均收入、石油價格、能源結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長是影響能源強(qiáng)度的最主要因素。Amany A.E.Anshasya和Marina-Selini Katsaiti基于異質(zhì)面板分析框架研究1972-2010年期間全球131個國家化石能源、能源強(qiáng)度與碳排放間的關(guān)系，進(jìn)一步指出化石能源消費(fèi)每減少11%將導(dǎo)致能源強(qiáng)度下降13%。Peter Mulder和Henri L.F.de Groot分別分析了1970-2005年、1980-2005年期間18個OECD國家能源強(qiáng)度的收斂性，服務(wù)業(yè)能源強(qiáng)度收斂速率高于工業(yè)，服務(wù)業(yè)的發(fā)展降低了整體能源強(qiáng)度。

綜上所述，可以發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有相關(guān)研究大部分是對能源強(qiáng)度的影響因素進(jìn)行分析，或是討論在不同條件下各影響因素與能源強(qiáng)度的關(guān)系，以及定量分析各因素對能源強(qiáng)度影響的貢獻(xiàn)率和耦合程度，缺乏從優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)視角對能源強(qiáng)度短期、長期、整體變化進(jìn)行全面分析，未能將能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)統(tǒng)一納入經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整范疇。結(jié)合我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展現(xiàn)階段性特點(diǎn)，對能源強(qiáng)度變化進(jìn)行系統(tǒng)分析，缺乏基于優(yōu)化資源配置、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對促進(jìn)能源強(qiáng)度下降合理路徑探索的分析。因此，嘗試從優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的角度，構(gòu)建以煤炭為主的能源結(jié)構(gòu)、以第三產(chǎn)業(yè)占比為代表的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源強(qiáng)度之間的函數(shù)關(guān)系，采用VEC模型分析法，協(xié)整分析能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源強(qiáng)度的長期均衡關(guān)系，同時運(yùn)用誤差修正分析法觀測能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源強(qiáng)度的短期波動影響，比較分析能源結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源強(qiáng)度的動態(tài)效應(yīng)，對現(xiàn)階段如何降低我國能源強(qiáng)度更具有現(xiàn)實(shí)針對性和參考價值。

二、我國能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源強(qiáng)度關(guān)系的計(jì)量分析

（一）變量說明及理論模型構(gòu)建

能源強(qiáng)度，是指一國在一定時期內(nèi)生產(chǎn)的國內(nèi)生產(chǎn)總值所耗費(fèi)的一次能源數(shù)量，記為能源消費(fèi)量/國內(nèi)生產(chǎn)總值。本文用ei代表能源強(qiáng)度，單位為噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元。

能源結(jié)構(gòu)，是指一國在一定時間內(nèi)能源生產(chǎn)或能源消費(fèi)中各類能源的構(gòu)成及其比例關(guān)系，它直接影響國民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，反映居民生活水平。由于我國能源長期呈現(xiàn)出富煤、貧油、少氣的特點(diǎn)，煤炭能源一直以來在我國一次能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)與生產(chǎn)結(jié)構(gòu)中所占比例超過了70%，因此決定了在很長一段時間內(nèi)我國以煤炭為主的能源結(jié)構(gòu)并不會發(fā)生根本性變化。因此本文用煤炭能源消費(fèi)量占能源消費(fèi)總量的比重（cc）代表能源結(jié)構(gòu)，單位為%。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響能源強(qiáng)度的直接因素之一，一般而言，第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重與能源強(qiáng)度正相關(guān)，第三產(chǎn)業(yè)增加占GDP的比重與能源強(qiáng)度負(fù)相關(guān)。第三產(chǎn)業(yè)的規(guī)模與質(zhì)量反映了我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度，因此本文選取第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重代表我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用ti表示，單位為%。

本文所有變量的數(shù)據(jù)均根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)整理得到，所有時間序列數(shù)據(jù)選擇區(qū)間為1990-2012年。

2.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

如果一個時間序列的均值或自協(xié)方差函數(shù)與時間t無關(guān)，則這個序列圍繞均值波動，并趨向收斂于均值，這時這個時間序列是平穩(wěn)序列，記為I（O）過程。如果一個原始序列并不平衡，但經(jīng)過一階差分成為平穩(wěn)序列，這樣的時間序列記為一階單整序列，記為I（1），如果非平穩(wěn)時間序列經(jīng)過d次差分變得平穩(wěn)，則為d階單整序列，記為I（d）。本文通過采用Dicky-Fuller年提出的增廣DF檢驗(yàn)方法（augmented Dickey-Fuller test），觀察變量ei、cc、ti的平穩(wěn)性，從而避免變量間高階序列相關(guān)而出現(xiàn)的偽回歸問題。各變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明，ei_t、cc_t、ti_t序列ADF統(tǒng)計(jì)量大于顯著水平為10%的臨界值，P值均大于置信度過0.1，所以序列接受存在單位根的原假設(shè)，即這些序列均是非平穩(wěn)的序列。通過對所有一階差分序列的單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示相應(yīng)的序列ADF統(tǒng)計(jì)量小于顯著性水平為10%的臨界值，所以△ei_t、△cc_t、△ti_t序列可以在90%的置信度下拒絕原假設(shè)，即所有序列為一階單整序列，記為I（1）。因此，變量ei、cc、ti之間具備協(xié)整檢驗(yàn)的必要條件。

3.我國能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源強(qiáng)度的長期均衡

從前面的ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，ei_t、cc_t、ti_t序列是一階單整序列，因此需要進(jìn)一步采用協(xié)整分析法，驗(yàn)證ei_t、cc_t、ti_t序列之間是否存在長期的平衡關(guān)系或穩(wěn)定關(guān)系。由于本文實(shí)證分析的有效樣本相對較小，為了克服EG檢驗(yàn)法參數(shù)估計(jì)的不足之處，采用Johansen檢驗(yàn)法判斷ei_t、cc_t、ti_t序列之間的協(xié)整關(guān)系。

首先，建立變量時間序列的VAR模型，根據(jù)VAR模型滯后期的判斷標(biāo)準(zhǔn)，判斷VAR模型的最優(yōu)滯后期。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，F(xiàn)PE、AIC、SC、HQ評價標(biāo)準(zhǔn)確定的最優(yōu)滯后期為4，并且此時的AIC值僅為-19.00002。

其次，根據(jù)AR根法則檢驗(yàn)結(jié)果表明，單位根均在單位圓內(nèi)，因此VAR模型具有穩(wěn)定性。檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示。

然后，通過特征根跡檢驗(yàn)（trace檢驗(yàn)）和最大特征值檢驗(yàn)變量ei_t、cc_t、ti_t之間的協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

從式（4）表明，滯后1、2、3期能源強(qiáng)度對本年度內(nèi)能源強(qiáng)度的調(diào)整系數(shù)分別為0.164086、0.007324、-0.007081；滯后1、2期的能源結(jié)構(gòu)變動將使本期內(nèi)的能源強(qiáng)度同方向變動2.949318、0.083536個單位，滯后3期的能源結(jié)構(gòu)變動將引起本期內(nèi)能源強(qiáng)度反方向變動1.9460911個單位；滯后1、2、3期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動均導(dǎo)致本期能源強(qiáng)度同方向變動，分別變動0.651822個、0.25253個、0.982681個單位。總體來看，短期內(nèi)能源結(jié)構(gòu)變動對能源強(qiáng)度的調(diào)整力度高于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整力度。

另外，從誤差修正項(xiàng)（ecm_t-1）的系數(shù)來看，對應(yīng)的系數(shù)值為-0.308146，表明當(dāng)變量ei_t、cc_t、ti_t之間偏離長期均衡狀態(tài)時，將以30.8146%的調(diào)整速度使變量調(diào)整到均衡水平。因此，能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源強(qiáng)度之間存在長期均衡關(guān)系。該模型的R²=0.944333，這表明模型擬合度較強(qiáng)。進(jìn)一步對已經(jīng)建立的VEC模型檢驗(yàn)其自相關(guān)性和正態(tài)性，LM統(tǒng)計(jì)量表明，在5%的顯著水平下無法拒絕直到4階滯后不存在序列相關(guān)的原假設(shè)，模型中方程的殘差序列不存在序列相關(guān)性；J-B統(tǒng)計(jì)量服從自由度為2的分布，VEC模型中各方程的殘差序列且呈正態(tài)分布。因此，上述VEC模型通過了穩(wěn)定性檢驗(yàn)，具有有效性。

三、結(jié)論與建議

本文基于我國1990-2012年能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源強(qiáng)度的VEC模型計(jì)量分析，得出的結(jié)論和建議如下：

1.Johansen協(xié)整分析結(jié)果表明，在5%的顯著水平下能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源強(qiáng)度3個變量之間至少存在3個長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。能源結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源強(qiáng)度分別存在長期的正向效應(yīng)和負(fù)向效應(yīng)。這表明當(dāng)前我國能源強(qiáng)度仍處于較高水平，通過全面深化改革，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，著力推進(jìn)能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，不斷提高能源效率、降低能源強(qiáng)度是一項(xiàng)長期艱巨的任務(wù)。

2.長期來看，能源結(jié)構(gòu)與能源強(qiáng)度同方向變動，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與能源強(qiáng)度反向變動，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對能源強(qiáng)度的影響效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于能源結(jié)構(gòu)。因此，加快淘汰落后產(chǎn)能、化解過剩產(chǎn)能，改造提升傳統(tǒng)重化工業(yè)；推動能源技術(shù)革命及其關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，帶動產(chǎn)業(yè)升級；以“互聯(lián)網(wǎng)+”等模式推進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)服務(wù)化，降低第二產(chǎn)業(yè)比重，提高第三產(chǎn)業(yè)占比，不斷推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級是不斷降低我國能源強(qiáng)度的重要途徑。同時，應(yīng)不斷優(yōu)化能源生產(chǎn)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)，在長期內(nèi)逐步減少煤炭能源占比，不斷開發(fā)新能源、清潔能源等替代能源，并且依靠技術(shù)創(chuàng)新提高單位能耗所提供的能量和產(chǎn)值，不斷提升能源利用效率，從而實(shí)現(xiàn)能源強(qiáng)度降低的目標(biāo)。

3.短期內(nèi)，從整體來看能源結(jié)構(gòu)的變化對能源強(qiáng)度的影響最大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對能源強(qiáng)度的影響效力次于能源結(jié)構(gòu)。因此，短期內(nèi)應(yīng)重點(diǎn)調(diào)控能源結(jié)構(gòu)，通過加強(qiáng)能源需求側(cè)管理，堅(jiān)持節(jié)能優(yōu)先方針，樹立能源節(jié)約消費(fèi)觀，構(gòu)建能源消費(fèi)強(qiáng)度和消費(fèi)總量雙控制新機(jī)制，堅(jiān)決抑制能源不合理消費(fèi)和過度消費(fèi)；以及大力實(shí)施能源替代戰(zhàn)略，不斷降低煤炭生產(chǎn)和消費(fèi)比重，提高煤炭清潔高效利用水平，形成煤、油、氣、風(fēng)水核及可再生能源等多輪驅(qū)動的能源供應(yīng)體系。

4.從能源強(qiáng)度的累積效應(yīng)來看，滯后1、2期的能源強(qiáng)度對當(dāng)期能源強(qiáng)度形成正向效應(yīng)，不利于即期能源效率的提高，這主要是由于我國長期以來缺乏完備的能源發(fā)展體制機(jī)制，導(dǎo)致能源利用效率一直處于較低水平。因此，通過不斷完善能源價格形成機(jī)制、轉(zhuǎn)變政府能源監(jiān)管方式、建立健全能源法治體系、完善清潔能源財(cái)稅體系等手段，深入推進(jìn)能源體制改革，破除體制機(jī)制障礙，是減少能源強(qiáng)度累積效應(yīng)的重要舉措。

責(zé)編：旭東